希望感在主觀家庭不利條件與生活適應之間的調節效果

本節主要在探究希望感是否會影響主觀家庭不利條件與生活適應／行為困 擾間的關係，以了解希望感是否為主觀家庭不利條件與生活適應／行為困擾間的 調節變項。

根據 Baron 和 Kenny（1986）的觀點，認為「調節變項是影響預測變項（X）

與效標變項（Y）間關係方向或強度的變項」，若調節變項在預測變項與效標變 項之間的確存有調節效果存在時，則預測變項與調節變項乘積項必須達到顯著水 準，因為調節變項與預測變項同樣屬於自變項的層次，統計分析的結果無論預測 變項或調節變項對效標變項的主要效果是否達到顯著水準，只要預測變項與調節 變項的乘積項對效標變項的影響達到顯著水準，即代表該變項的調節效果受到支 持。

在進行迴歸分析之前，先將所有變項進行中心化（centering），即是所有樣 本的各個預測變項減去該變項的平均數，因為乘積項通常是由兩個預測變項的相 互乘積所形成的新變項，兩變項間易有高的相關，容易形成多元共線性的問題（吳 明隆，2007）。

一、希望感在主觀家庭不利條件和生活適應之間的調節作用分析。

本研究利用 SPSS 17.0 進行階層迴歸，考驗希望感在主觀家庭不利條件與生 活適應之間的調節模型（參考圖 1-2）。在進行迴歸分析之前，先將所有變項進行 中心化，即是所有樣本的各個預測變項減去該變項的平均數。其次建立主觀家庭

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不利條件與希望感的交互作用變項，名為「主觀家庭不利條件×希望感」。然後按 照一致的順序使變項進入迴歸模型。

第一步，本研究使中心化的預測變項（主觀家庭不利條件）進入迴歸方程式 的第一區塊，結果顯示，主觀家庭不利條件對生活適應（R²=.05，p < .001）的 預測效果達到顯著水準（如表 25 的模型 1）。其次，本研究使中心化的調節變項

（希望感）進入迴歸方程式的第二區塊，結果顯示主觀家庭不利條件對生活適應 的模型（R²=.41，p < .001）達顯著水準（如表 25 的模型 2），而且 R²的改變量 亦達顯著水準（ΔR²為.36，p 值小於.001），表示以希望感預測生活適應的效果 在主觀家庭不利條件之上。

最後，本研究針對調節效果，使交互作用變項（主觀家庭不利條件×希望感）

進入迴歸方程式的第三區塊，如果從交互作用變項到生活適應的路徑具有顯著效 果，則表示該模型的調節效果獲得支持。統計結果顯示，對生活適應的模型的 R²改變量沒有達到顯著水準（ΔR²為.00，p值大於.05），交互作用變項對生活適 應的效果也沒有達到顯著，表示交互作用的效果並沒有得到支持。在調節效果方 面，本研究結果並不支持希望感是主觀家庭不利條件與生活適應之間的調節變項；

希望感與主觀家庭不利條件的交互作用效果均沒有達到顯著水準，表示希望感與 主觀家庭不利條件的交互作用無法減少主觀家庭不利條件對生活適應的衝擊強 度。但無論如何，本研究結果顯示主觀家庭不利條件影響生活適應的效果（β）

為-.22，雖然不大，但達顯著水準，可解釋5%的變異量；此外，主觀家庭不利條 件加上希望感可以解釋生活適應的變異量（R²）則為41%。對於兩個主要效果的 檢驗則發現，主觀家庭不利條件和希望感對生活適應的淨解釋力分別為-.091

（t=-2.539，p=.019）與.616（t=17.290，p=.000），兩者皆顯著，表示兩者在控 制彼此的效果後，都具有顯著的增量解釋力，分別為-.091^２=0.008281=0.82%

與.616²=-0.379456=37.96%。

故本結果無法支持主觀家庭不利條件與希望感兩個自變項對生活適應具有

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亦達顯著水準（ΔR²為.12，p 值小於.001），表示以希望感預測行為困擾的效果 在主觀家庭不利條件之上。

最後，本研究針對調節效果，使交互作用變項（主觀家庭不利條件×希望感）

進入迴歸方程式的第三區塊，如果從交互作用變項到行為困擾的路徑具有顯著效 果，則表示該模型的調節效果獲得支持。統計結果顯示，對行為困擾的模型的 R²改變量沒有達到顯著水準（ΔR²為.00，p 值大於.05），交互作用變項對行為困 擾的效果也沒有達到顯著，表示交互作用的效果並沒有得到支持。

總之，在調節效果方面，本研究結果並不支持希望感是主觀家庭不利與行為 困擾之間的調節變項；希望感與主觀家庭不利的交互作用效果均沒有達到顯著水 準，表示希望感與主觀家庭不利的交互作用無法減少主觀家庭不利對行為困擾的 衝擊強度。但無論如何，本研究結果顯示主觀家庭不利影響行為困擾的效果（β）

為.35，雖然不大，但達顯著水準，可解釋 12%的變異量；此外，主觀家庭不利 加上希望感可以解釋生活適應的變異量（R²）則為 25%。對於兩個主要效果的檢 驗則發現，主觀家庭不利和希望感對行為困擾的淨解釋力分別為.275（t=6.803，

p=.000）與-.357（t=-8.830，p=.000），兩者皆顯著，表示兩者在控制彼此的效

果後，都具有顯著的增量解釋力，分別為.275^２=0.075625=7.56%與 -.357²=-0.127449=12.74%。

故本結果無法支持主觀家庭不利與希望感兩個自變項對行為困擾具有交互 作用的假設，希望感沒有顯著的調節作用。但主觀家庭不利與希望感各自對行為 困擾的解釋力達顯著。本研究假設 4-2：「經歷較多家庭不利條件兒童的希望感，

在主觀家庭不利條件與行為困擾之間具有調節作用」無法獲得支持。

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